Modelli termici e percezioni della salute | Anne Marie

Metodi

Lo studio è stato approvato dallo Sherman College Institutional Review Board (IRB). Gli studenti partecipanti sono stati invitati dalla classe, che rappresenta un metodo di campionamento convenienza.14 Un totale di 68 studenti si sono offerti volontari per ricevere scansioni termiche in tre visite separate. I partecipanti sono stati scansionati due volte per ogni visita. Le visite sono state programmate a 1 settimana di distanza, entro la stessa ora del giorno, per mantenere la coerenza con i ritmi circadiani. L’analisi tipica del modello può essere fatta con uno o due giorni tra le visite, ma poiché l’SF-12 pone domande sulla settimana precedente, le visite di scansione erano programmate a 1 settimana di distanza. La scansione iniziale è stata effettuata circa 1 minuto dopo che la schiena del partecipante è stata esposta a una temperatura ambiente, tra 70-75 gradi F e la seconda scansione è stata ottenuta 5 minuti dopo. Le scansioni iniziali sono utilizzate nel presente studio mentre le seconde scansioni saranno affrontate in un documento successivo. Le visite 1 e 2 hanno portato a 68 percentuali di TPC (su 68 partecipanti) così come le visite 2 e 3. Il totale n di 136 percentuali TPC è stato analizzato statisticamente.

Ogni partecipante è stato posizionato in una sedia a postura costante per la procedura di scansione e scansionato con uno strumento termografico digitale Tytron C-3000 (Titronics R & D, Oxford, Iowa). I dettagli della procedura di scansione sono forniti altrove.7 La procedura di scansione è stata trovata affidabile (IC di 0,75 e superiore).15 L’affidabilità si basa su due esaminatori che eseguono ciascuno due scansioni su 30 studenti volontari.15 Ogni scansione ha avuto inizio a livello L5 vertebrale, e si è conclusa al ripiano occipitale, producendo tre linee, o canali. Il canale sinistro che rappresenta il lato sinistro della colonna vertebrale, il canale destro che rappresenta il lato destro della colonna vertebrale e un terzo canale centrale che rappresenta la differenza (delta) tra i canali sinistro e destro. Le scansioni termografiche sono state importate nel TPC per determinare la somiglianza percentuale di pendenza tra le scansioni. I dettagli dello sviluppo e dell’implementazione del software TPC sono stati descritti altrove 9 (Figura 3). Le procedure per le operazioni TPC sono state trovate affidabili (C di 0,75 o superiore).16 L’affidabilità si basa su tre esaminatori che valutano 30 coppie di scansioni termiche (da 30 studenti volontari).

La SF-12 versione 2, one-week recall survey (SF-12), è stata utilizzata per valutare le percezioni sulla salute dei partecipanti.17 Lo strumento di indagine contiene 12 domande risultanti in un riassunto composito fisico (PC) e sintesi composita mentale (MCS). Solo i punteggi compositi (PC e MCS) sono stati valutati nel presente studio, in quanto rappresentavano una sinossi di quegli elementi che si occupano di percezioni di eventi fisici e mentali. L’SF-12, versione 2 è stato selezionato come il sondaggio di scelta a causa della sua forma breve, facilità di applicazione, e affidabilità. SF-36 ha dimostrato di catturare l ‘ 85% della varianza affidabile nel profilo sanitario. Il 12-articolo SF-12, versione 2 cattura il 90% della varianza del 36-articolo SF-36.18 Dopo la seconda scansione di ogni visita, i partecipanti hanno completato l’indagine sulla salute SF-12. Più alto è il punteggio SF-12, migliore è la percezione della salute.

Stata/SE 8.2 è stato utilizzato per stimare la dimensione del campione richiesta per dimostrare una differenza significativa tra i gruppi (StataCorp LP, 4905 Lakeway Drive, College Station, Texas, 77845USA). È stato stimato che ci sarebbe una differenza di 3 punti tra i punteggi medi SF-12 e che la deviazione standard dei due gruppi (gruppo percentuale TPC alta rispetto al gruppo percentuale TPC bassa) sarebbe approssimativamente uguale. Alpha è stato impostato come due lati 0.05 e potenza a 0.80. La dimensione stimata del campione richiesto per dimostrare la significatività è stata di 130 in ciascuno dei due gruppi. Poiché la dimensione effettiva del campione in questo studio era notevolmente inferiore, il progetto di ricerca è stato considerato di natura preliminare.

Le statistiche Kolmogorov-Smirnov e Shapiro-Wilk19 hanno rivelato che i dati (TPC e SF-12) non erano normalmente distribuiti (p < 0,05). Pertanto, i dati sono stati valutati con i test non parametrici Wilcoxon20 e Spearman in quanto questi test non presumono una distribuzione normale. Questi test sono stati eseguiti con il pacchetto statistico per le scienze sociali (SPSS v. 14, Chicago, IL) con un significato a due code e un livello alfa di 0,05. I dati sono stati analizzati per la correlazione (via Spearman, dei dati grezzi tra percentuali TPC e punteggi SF-12) e le differenze (via Wilcoxon). Le differenze sono state valutate dividendo il gruppo a metà e confrontando i punteggi SF-12 corrispondenti a percentuali TPC più alte con i punteggi SF-12 corrispondenti a percentuali TPC più basse. Se è stata trovata una correlazione significativa (con Spearman), ma nessuna differenza significativa (con Wilcoxon) trovata (dividendo il gruppo a metà o in due sottogruppi), ulteriori analisi hanno coinvolto la valutazione incrementale dei dati. Cioè, cinque partecipanti sono stati sottratti dalla parte bassa della metà percentuale TPC superiore e cinque dall’estremità superiore della metà percentuale TPC inferiore fino a quando a) c’era una differenza significativa o b) c’erano solo 20 partecipanti in ciascuno dei gruppi percentuali TPC alti e bassi. In questo modo, potrebbero essere valutate estremità più estreme della lista percentuale TPC, insieme ai corrispondenti punteggi SF-12. Se è stata riscontrata una differenza significativa nell’analisi incrementale, cioè i punteggi SF-12 corrispondenti ai 40 punti TPC più alti sono significativamente diversi dai punteggi SF-12 corrispondenti ai 40 punti TPC più bassi, sono state seguite altre due procedure come metodo di ulteriore indagine: a) un partecipante è stato aggiunto di nuovo all’estremità alta e bassa dell’elenco delle percentuali TPC (insieme ai corrispondenti punteggi SF-12) fino a quando le differenze significative sono scomparse (cioè, 41 nel gruppo alto, 41 nel gruppo basso ecc). Questo è stato fatto nel tentativo di determinare se c’era una soglia o un punto di “cut-off” in cui le percentuali TPC non mostravano più differenze nei corrispondenti punteggi SF-12. Una volta trovato il numero massimo di partecipanti che mostrano una differenza significativa, è stata eseguita una correlazione per questo sottoinsieme.

L’aggiustamento Bonferroni dei dati è stata una considerazione in questo studio.21 Tuttavia, non vi è opposizione all’uso di Bonferroni regolazione, si impone una maggiore probabilità di commettere un errore di tipo II (che è un falso negativo, o il rifiuto di ipotesi di ricerca –ricerca di significato la differenza – quando l’ipotesi di ricerca dovrebbe essere accettato),21-22 e come Nakagawa punti, formale consenso è mancante ” quando la Bonferroni regolazione è appropriato.22 Ciò ha portato a suggerire che quando l’uso di un aggiustamento Bonferroni è discutibile, i risultati significativi sono meglio confermati attraverso studi separati.23 Così, in questo studio, la giuria è fuori in termini di se è meglio aver commesso un errore di tipo I contro un errore di tipo II. Di conseguenza, è opinione di questi autori che saranno necessari ulteriori studi per confermare o confutare i risultati attuali, piuttosto che omettere un calcolo statistico da correggere per test multipli. Tuttavia, gli attuali set di dati sono stati confrontati con e senza l’adeguamento. L’alfa corretta di Bonferroni è stata derivata dividendo il livello alfa di 0,05 per il numero di test per la significatività. Ci sono stati 17 test per la significatività, risultando in un alfa corretto per Bonferroni di 0,002.